uitgebreide downloadversie Hiërarchische analyse van de · kind en adolescent praktijk aanbeveling...

1kind en adolescent praktijk 2 - juni 2007

Hiërarchische analyse van de

WISC-III nader toegelicht: vragen en antwoordenYaron Kaldenbach

In dit artikel wordt ingegaan op vragen, discussiepunten en overwe-gingen ten aanzien van de hiërarchische analysemethode voor de WISC-III (Kaldenbach, 2006). Met behulp van deze informatie kan de lezer onderbouwde keuzes maken met betrekking tot de manier van analyseren, interpreteren en rapporteren in relatie tot de WISC-III.

over de auteur

Drs. Y. Kaldenbach, gz-psycholoog en kinderen jeugdpsychloog NIP, Coördinator Psychodiagnostiek bij afdeling Jeugd van Altrecht GGZ te Utrecht. Naast erkend diagnostieksupervisor is hij lid van de commissie Basisaantekening Psychodiagnostiek NIP en geeft hij WISC-III-cursussen. E-mail: [email protected].

INLEIDING

September vorig jaar verscheen in Kind en Adolescent Praktijk

het artikel ‘De WISC-III anno 2006: een voorstel tot eendui-

dige en hiërarchische analyse, interpretatie en rapportage’

(Kaldenbach, 2006). In deze publicatie werd stap voor stap een

theoretisch onderbouwde analysemethode beschreven. Deze

hiërarchische analysemethode draagt ertoe bij dat individuele

verschillen tussen psychodiagnosten afnemen, wat de betrouw-

baarheid en validiteit van de analyse en interpretatie vergroot.

Het onderwerp bleek erg te leven in het land en zette aan tot

discussie binnen instellingen over gemeenschappelijk gehan-

teerde analysemethoden of juist het ontbreken daarvan. De

auteur van het artikel ontving enkele honderden reacties per

e-mail, die grofweg kunnen worden onderverdeeld in reacties

met betrekking tot de analysemethode als zodanig en reacties

op de Scorehulp1. De beschreven handvatten werden positief

ontvangen en een groot aantal instellingen hanteert nu (ele-

menten van) deze methode.

De toepassing van de analysemethode en de Scorehulp

riep echter ook verschillende vragen op. Een aantal vragen

en discussiepunten kwam vaak terug. Het vorige artikel was

uitgebreid, maar zeker niet volledig. Uit de reacties van lezers

bleek dat sommige aspecten onderbelicht waren gebleven en

sommige diagnostische keuzes met onvoldoende inhoudelijke

argumentatie waren beschreven. Om enkele misverstanden

weg te nemen en zaken nader toe te lichten, wordt hieronder

een aantal FAQs (‘frequently asked questions’) besproken. Het is

belangrijk te benadrukken dat de psychodiagnost altijd zelf

verantwoordelijk blijft voor de diagnostische keuzes die hij

maakt en deze ook moet kunnen verantwoorden. Er bestaat

geen absolute gouden standaard als het gaat om WISC-III-ana-

lyse. Iedere bestaande methode kent zwakke plekken. Onder

de WISC-III-deskundigen bestaat nationaal en internationaal

op een aantal punten verschil in visie. Deze ‘FAQ-publicatie’

is een vervolg op het eerder verschenen artikel en dient ook

binnen dat licht te worden bezien (Kaldenbach, 2006). Vanuit

praktische overwegingen is ervoor gekozen om van het huidige

artikel twee versies te publiceren. Voor u ligt de meest uitge-

breide versie, gratis te downloaden via www.kindenadolescent.

nl. De versie waarbij enkele antwoorden verkort zijn weerge-

geven, is gepubliceerd in Kind en Adolescent Praktijk 2007 (2) met

verwijzing naar onderhavige webpublicatie.

DE VRAGEN

1. Rapporteren over intern inconsistente schalen of

factoren

Ik heb Rebecca, een meisje van acht jaar, getest met de WISC-III.

Beide schalen zijn intern inconsistent dus analyseer ik op factorniveau.

Op factorniveau zijn de PO-factor en de VS-factor intern consistent, de

VB-factor blijkt echter (net als de verbale schaal) intern inconsistent

(IN:11, OV:5, WO:9 en BG:6). Hoe rapporteer ik hierover?

Interne inconsistentie op schaalniveau impliceert bin-

nen de hiërarchische analysemethode inderdaad analyse op

factorniveau. In het rapport worden de subtests in dit geval

dan ook gerangschikt onder de kopjes van de factoren. Bij

de factoren Perceptuele Organisatie en Verwerkingssnelheid kan

de algemene factoromschrijving worden aangehouden in de

uitgebreide downloadversie

2 kind en adolescent praktijk 2 - juni 2007

Trefwoorden WISC-IIIIQintelligentietest kinderenhiërarchische analysemethodeScorehulp

beschrijving, omdat deze factoren homogeen (lees: intern

consistent) zijn opgebouwd. Bij de factor Verbaal Begrip kan

dat hier niet. Interne inconsistentie betekent immers dat de

subtests van de factor in onvoldoende mate samenhangen

met de factor als geheel, waardoor analyse van de factor als

geheel niet is geoorloofd. Ten aanzien van de factor Verwerkings-

snelheid (intern consistent) kan bijvoorbeeld het volgende

worden geschreven:

‘De factor Verwerkingssnelheid (104, gemiddeld niveau) is intern

consistent. Rebecca’s snelheid van visuele informatieverwer-

king, visueel associatief geheugen en visuele matching lijken

leeftijdsadequaat ontwikkeld.’

Daar waar bij de schalen en overige factoren in geval van

interne consistentie stelliger wordt geformuleerd (‘zijn leef-

tijdsadequaat ontwikkeld’), worden bij de VS-factor met meer

terughoudendheid uitspraken gedaan (‘lijken leeftijdsade-

quaat ontwikkeld’) vanwege de lage betrouwbaarheid van

deze factor (bij kinderen van zes-zeven jaar is de factor zelfs

psychometrisch niet goed op te sporen; Kort e.a., 2005). De

VB-factor was bij dit meisje intern inconsistent. De volgende

verwoording is dan mogelijk:

‘De factor Verbaal Begrip (86, benedengemiddeld niveau) is

intern inconsistent, wat betekent dat de factor als geheel niet

goed geïnterpreteerd kan worden. Rebecca’s algemene kennis

(IN) en woordenschat (WO) lijken leeftijdsadequaat ontwik-

keld. Haar verbaal abstract redeneervermogen (OV) en inzicht

in dagelijkse (sociale) situaties (BG2) lijken echter zwak van

niveau.’

Bij interne inconsistentie wordt dus overgegaan tot ana-

lyse op subtestniveau, waar met de nodige voorzichtigheid

in hypothetische bewoordingen (‘lijkt’) uitspraken worden

gedaan. Tussen haakjes staan de afkortingen van de subtests

waarop de uitspraken zijn gebaseerd (transparant en toets-

baar rapporteren). Bij dit meisje zouden er nog hypothesen

kunnen worden beschreven over het verschil tussen aanwe-

zige kennis en haar moeite met toepassing ervan binnen een

wat complexere context die verbaal inzicht en abstractiever-

mogen vereist.

Er zijn ook collega’s die ervoor kiezen IQ’s van intern

inconsistente schalen/factoren weg te laten uit de rapportage

om te voorkomen dat hieraan ten onrechte belang wordt

gehecht en onoordeelkundig gebruik kan optreden. Daar

is wat voor te zeggen. Vanuit de visie die transparant en

toetsbaar rapporteren voorstaat, heeft het echter de voorkeur

altijd alle getallen te vermelden, ongeacht de uitkomsten

daarvan (alle normscores, IQ’s en betrouwbaarheidsinter-

vallen). Afhankelijk van de resultaten kan dan bij sommige

getallen een ‘waarschuwing’ worden gezet wat betreft de

(on)mogelijkheden tot interpretatie. Een ander voordeel

van volledige vermelding van scores is dat collega’s die een

andere methode gebruiken, moeiteloos kunnen ‘omreke-

nen’ naar hun eigen manier van werken en niet afhankelijk

zijn van diagnostische keuzes van de vorige onderzoeker.

Het is bovendien voor een toekomstige onderzoeker prettig

dat alle relevante gegevens in een rapport worden vermeld.

Dat scheelt veel tijd en moeite in geval van hertesten. Voor

psychodiagnosten die er om soortgelijke redenen voor kiezen

om het TIQ weg te laten bij een disharmonisch profiel op

schaalniveau, is het goed om te weten dat internationale

WISC-experts (Weiss e.a., 2006) met klem adviseren altijd het

TIQ te vermelden omdat dit zelfs bij een disharmonische

opbouw de beste samenvatting blijft van algeheel cognitief

functioneren en nog steeds de best correlerende maat is met

schoolprestaties (‘among the highest known relationships between

any two variables in the field of psychology’, Weiss e.a., 2006, p.93).

Ook de steekproef bevat veel kinderen met disharmonische

profielen.

2. Disharmonisch profiel en vervolgonderzoek

Is een disharmonisch profiel op schaalniveau (een significant ver-

schil tussen het verbaal en performaal IQ) altijd reden voor vervolgon-

derzoek?

Nee, disharmonische profielen komen ook in de normale

populatie veel voor en zijn zeker niet per definitie reden voor

vervolgonderzoek. Voor zover de auteur bekend, is er nog

geen uitvoerig onderzoek gedaan bij Nederlandse kinderen

naar het voorkomen van disharmonische WISC-III-profielen

binnen de normale populatie. In Amerika, waar men van

1991 tot 2003 met de WISC-III werkte, bestaan hierover wel

gegevens, zie tabel 1 (Kaufman & Lichtenberger, 2000). Bij

15% van deze kinderen bestaat een VIQ-PIQ verschil van min-

stens 19 punten, 10% van de kinderen heeft zelfs een verschil

van 22 punten of meer. In de Amerikaanse steekproef werden

FAQs in vervolg op eerdere publicatie


op schaalniveau al significante discrepanties gevonden vanaf

11 punten verschil, op factorniveau lag de grens bij 12 pun-

ten. Hoewel deze gegevens niet zonder meer toepasbaar zijn

op de Nederlandse populatie, wordt in ieder geval duidelijk

dat disharmonische profielen, ook bij ‘normalen’ niet uitzon-

derlijk zijn. In de steekproef van de Amerikaanse WISC-III had

ongeveer een kwart van de kinderen een VIQ-PIQ discrepantie

van minimaal 11 punten (Wechsler, 1991).

% discrepanties in ∆ VIQ-PIQ ∆ VB-PO

normale populatie (schalen) (factoren)

15% ≥19 ≥19

10% ≥22 ≥22

5% ≥25 ≥26

2% ≥30 ≥30

1% ≥32 ≥33

Tabel 1: Percentages normale Amerikaanse kinderen met een discre-

pantie tussen het verbaal en performaal IQ enerzijds en de factoren

Verbaal Begrip en Perceptuele Organisatie anderzijds (Kaufman &

Lichtenberger, 2000; Kaufman, 1994).

Ieder mens heeft sterke en minder ontwikkelde kanten en

de meeste mensen kunnen daar prima mee functioneren. Het

wordt pas een probleem als een kind in de praktijk vastloopt.

Onderzoek kan dan inzicht geven in de reden van de stagne-

rende ontwikkeling en aanknopingspunten bieden voor een

oplossing. Als het WISC-III-profiel doet vermoeden dat het

disharmonische beeld met de problematiek van het kind sa-

menhangt, dan kan doortesten geïndiceerd zijn. Het verdient

aanbeveling van tevoren hypothesen te formuleren die met

het vervolgonderzoek worden getoetst. Het toetsen van de hy-

pothese moet leiden tot meer inzicht in de problematiek en

bijdragen aan een passende benadering (‘handelingsgerichte

diagnostiek’).

In de praktijk is het goed om niet alleen naar het absolute

verschil te kijken, maar ook de hoogtes van de afzonderlijke

IQ’s te beschouwen. Een profiel met VIQ=138 en PIQ=113 kan

andere problemen geven dan een kind waarbij VIQ=94 en

PIQ=69 is gemeten, hoewel in beide gevallen een significant

verschil van 25 punten aan de orde is ten gunste van de ver-

bale schaal.

Hiermee samenhangend is het belangrijk nader in te

gaan op het onderscheid tussen absolute en relatieve verschil-

len, of deze nu tussen schalen, factoren of subtests optreden.

Bij analyse kan gekeken worden naar hoe een kind presteert

ten opzichte van de normgroep (interindividuele vergelij-

king) en hoe de prestatie op een subtest, schaal of factor

zich verhoudt tot de overige scores binnen het eigen profiel

(intra-individuele vergelijking; profielanalyse). Voorkom clas-

sificaties als ‘zwak’ bij een normscore van bijvoorbeeld 13,

bij een kind dat op alle overige subtests scores behaalt van

16 of hoger. De normscore 13 is dan weliswaar niet zo hoog

als de rest, in absolute zin presteert het nog steeds beter dan

de gemiddelde leeftijdgenoot. Een kind mag niet afgerekend

worden op een kwaliteit omdat zijn overige kwaliteiten

toevallig nóg beter ontwikkeld zijn. Het kan natuurlijk wel

zijn dat het kind op basis van die overige capaciteiten op een

dusdanig hoog niveau onderwijs volgt, dat de relatief minder

sterk ontwikkelde kant hem op dat niveau moeite kan geven.

Wanneer er problemen zijn ten gevolge van een dishar-

monisch profiel met achterblijvende verbale vaardigheden,

kan het de moeite waard zijn kennis te nemen van een

internationaal onderzoek (In: Weiss e.a., 2006) dat liet zien

dat ouders met name de verbale capaciteiten van hun kind

kunnen stimuleren door minder televisie te laten kijken en

hun kinderen te stimuleren meer tijd met lezen en computer-

gebruik door te brengen. Dit leidde tot hogere verbale scores

op de WISC-IV en was onafhankelijk van het opleidingsniveau

van de ouders.

3. De Scorehulp

We maken op ons werk met plezier gebruik van de WISC-III-Sco-

rehulp. Het tabblad ‘Score Converter’ is ons echter niet geheel helder.

Wat kunnen/moeten we hiermee? Daarnaast hebben we gemerkt dat

de Scorehulp beveiligd is. Wat is het wachtwoord?

Met de Score Converter kunt u allerlei scores omrekenen

naar equivalenten van andere gestandaardiseerde statisti-

sche maten. De Score Converter is dus niet specifiek voor de

WISC-III. Zo kun je bijvoorbeeld T-scores, z-scores en IQ-scores

(‘Wechsler-scores’) naar elkaar omzetten. Hiervoor moeten de

behaalde score van het kind en twee statistische kenmerken

van die scoremaat (gemiddelde en standaarddeviatie) worden

ingevoerd. Omrekening kan handig zijn wanneer u met be-

paalde maten weinig ervaring hebt en niet goed weet wat nu

hoog en laag is (denk aan stanines, een maat waarmee velen

weinig ‘feeling’ hebben). U kunt deze dan omrekenen naar

een gestandaardiseerde score waarmee u bekend bent. Ook

kunt u bij een behaalde T-score op een neuropsychologische

taak bekijken of de prestatie past bij het gevonden IQ-interval.

Sommige instellingen streven ernaar in hun rapporten bij

zoveel mogelijk tests in soortgelijke eenheden te rapporteren.

De Score Converter kan hierbij behulpzaam zijn. Het is echter

niet aan te bevelen om van IQ-scores in uw rapport een an-

dere score te maken. Een TIQ van 78 is gelijk aan een T-score

van 35, een z-score van -1,47 en een normscore van 6, maar


vermelding hiervan zal eerder onduidelijkheid veroorzaken

dan wegnemen.

Het is ook mogelijk om per subtest de behaalde norm-

score om te rekenen naar een ‘subtest IQ-score’. Het wordt

afgeraden deze IQ-equivalenten in uw rapport te vermelden

en normscores als IQ’s te presenteren, omdat aan IQ-getallen

vaak veel waarde wordt gehecht en ouders zouden kunnen

gaan denken in termen van een ‘licht verstandelijk gehandi-

capte visuele detailwaarneming’ bij een normscore van 3 op

Onvolledige Tekeningen. Omrekening biedt mogelijkheden om

bijvoorbeeld ook normscores te classificeren volgens de IQ-in-

deling van Resing en Blok (2002) als verantwoord alternatief

voor de indeling van normscores zoals beschreven in Kalden-

bach (2006) en Sattler en Saklofske (2001). Er zou dan gekozen

kunnen worden om een normscore van 7 (IQ-equivalent is

85) op Informatie niet als ‘zwak’ maar als ‘benedengemid-

deld’ aan te duiden. In tabel 2 ziet u de IQ-equivalenten van

alle normscores (gelden eveneens voor de WPPSI-R, WAIS-III

en SON-R 21/2-7). Daarbij is het goed dat de onderzoeker zich

realiseert dat normscores net als IQ’s ook schattingen zijn en

dus een meetfout hebben. Ook normscores hebben betrouw-

baarheidsmarges, hoewel die niet beschreven worden in de

handleiding.

Omdat de betrouwbaarheden van de subtests vrij laag

zijn (reden waarom interpretatie op subtestniveau met

voorzichtigheid dient plaats te vinden), hanteren Kaldenbach

(2006) en Sattler en Saklofske (2001) een wat minder gedif-

ferentieerde indeling, waarbij eigenlijk alleen maar wordt

aangegeven of een score gemiddeld is, en indien dat niet het

geval is, in welke richting (beter of slechter) en in welke mate

deze van het gemiddelde afwijkt. Sommigen hebben moeite

met de term ‘zwak’ en ervaren deze als normatief. Door tenta-

tief te formuleren (het gaat immers om subtestanalyse) wordt

de term hierdoor al ‘afgezwakt’. Verder kan het vergeleken

worden met schoolbeoordelingen. De beoordeling ‘zwak’ (ook

wel ‘matig’) wordt dan gebruikt voor prestaties die tussen een

onvoldoende en een voldoende in liggen.

Dan over het tweede deel van de vraag. De Scorehulp is

beveiligd tegen onbevoegde bewerkingen. In alle gele invul-

velden kunnen de scores worden ingevoerd, de overige velden

zijn niet te wijzigen en dat is ook niet nodig. Hiermee wordt

het (onbedoeld) aanbrengen van wijzigingen in de opmaak en

achterliggende formules voorkomen. De Scorehulp is een ‘Al-

leen-lezen’ bestand. Dit betekent dat u het originele bestand

niet kunt overschrijven met gegevens van cliënten. U wordt

door het programma geleid naar de ‘Opslaan als’ mogelijk-

heid, waardoor uw bronbestand ‘schoon’ blijft. Op internet

circuleren ook versies zonder de eigenschap ‘Alleen-lezen’. U

kunt dit eenvoudig herstellen door het bestand te downloa-

den en via de rechtermuisknop ‘Eigenschappen’ te kiezen,

waarna u een vinkje zet in het hokje ‘Alleen-lezen’. Op deze

manier is uw versie beveiligd tegen het overschrijven van uw

origineel met cliëntgegevens.

subtest normscore IQ-equivalenten

1 (zeer zwak) 55 (lichte verstandelijke beperking /

licht zwakzinnig)


licht zwakzinnig)


licht zwakzinnig)

4 (zeer zwak) 70 (laag begaafd / moeilijk lerend)

5 (zwak) 75 (laag begaafd / moeilijk lerend)

6 (zwak) 80 (benedengemiddeld)

7 (zwak) 85 (benedengemiddeld)

8 (gemiddeld) 90 (gemiddeld)





13 (goed) 115 (bovengemiddeld)

14 (goed) 120 (bovengemiddeld)

15 (goed) 125 (begaafd)

16 (zeer goed) 130 (begaafd)

17 (zeer goed) 135 (zeer begaafd)



Tabel 2: IQ-equivalenten van WISC-III-normscores. Achter de normsco-

res wordt tussen haakjes de classificatie weergegeven zoals onder meer

gehanteerd door Kaldenbach (2006) en Sattler & Saklovske (2001). Bij

de IQ-equivalenten is de indeling van Resing & Blok (2002) vermeld.

4. ‘Laaggemiddeld’ en ‘hooggemiddeld’

Sommige gedragsdeskundigen op ons werk vinden de range 90-110

voor het gemiddelde erg groot. Op die manier krijgt een kind met een

IQ van 91 dezelfde classificatie als een kind met een IQ van 109. Om

deze reden brengen zij binnen de range subtypen aan (‘laaggemiddeld’

en ‘hooggemiddeld’). Wat vind u hiervan?

Er zit inderdaad een behoorlijk verschil (18 punten) tus-

sen de genoemde getallen. Echter, beide gemeten IQ’s zijn

een schatting met een 95%-betrouwbaarheidsinterval. Deze

intervallen overlappen elkaar waardoor gesteld kan worden

dat het verschil tussen 91 en 109 waarschijnlijk door toeval

is bepaald. Er is ook een ander statistisch argument om IQ’s

tussen de 90-95 niet ‘laaggemiddeld’ te noemen (los van de


verwarring die bij lezers van het rapport kan ontstaan over

het verschil tussen ‘laaggemiddeld’ en ‘benedengemiddeld’).

Indien een IQ van bijvoorbeeld 93 ‘laaggemiddeld’ genoemd

wordt, differentieert de onderzoeker binnen de range van

het gemiddelde op een punt waar de behaalde score nog niet

eens een halve standaarddeviatie van het puntgemiddelde af-

wijkt. De gehanteerde subtypering is bij een normaalverdeel-

de variabele statistisch niet te verantwoorden. De grenzen

van 90 en 110 zijn in die zin al een concessie aan de statistiek

omdat deze op tweederde standaarddeviatie van het gemid-

delde liggen (zie Kaldenbach, 2006). Hetzelfde kan gesteld

worden voor IQ’s tussen 105-110 die incidenteel als ‘hoogge-

middeld’ in rapporten worden teruggevonden. Er wordt dan

een mate van exactheid gesuggereerd die niet waar te maken

is en losstaat van de onderliggende statistische kenmerken.

Sommigen hanteren als gemiddelde range voor IQ-scores

85-115, namelijk de scores binnen één standaarddeviatie (15)

van het gemiddelde (100). In Kaldenbach (2006) werden de

overwegingen hierbij al besproken. Een deel van de psycho-

diagnosten die deze indeling hanteert, reserveert de term

‘hooggemiddeld’ voor scores tussen de 110 en 115, en ‘laag-

gemiddeld’ voor scores tussen de 85 en 90. Kortom, er bestaat

ook over deze termen geen eenduidigheid en geadviseerd

wordt ze verder niet te gebruiken.

5. Methode Serlier-Van den Bergh

Ik heb pas een WISC-III-cursus gevolgd bij mw. dr. Annemaaike

Serlier-Van den Bergh. Een aantal onderdelen verschilt van de

hiërarchische analysemethode zoals door u beschreven. Wat zijn de

belangrijkste verschillen en welke overwegingen liggen hieraan ten

grondslag?

Serlier is een deskundige neuropsycholoog en was onder

meer actief betrokken bij de ontwikkeling van de WISC-R.

Voor een gedetailleerde beschrijving van haar methode kan

bij haar praktijk een up-to-date reader worden besteld.

Naast een aantal overeenkomsten zijn er ook verschil-

len tussen de twee methoden. Overeenkomsten zijn onder

Foto: Aleid D

enier van der Gon


meer het hanteren van een aantal handleidingtabellen, het

significantieniveau p<0.05 en de classificatie van IQ-scores

volgens Resing en Blok (2002). Ook de stapsgewijze opbouw

en onderbouwde structuur van de analysemethoden is een

punt van gelijkenis. Geen van beide methoden is statisch; zij

ontwikkelen zich verder in het licht van nieuwe bevindingen

en inzichten.

Een belangrijk verschil is het gebruik van de factor ‘Vrij-

heid van afleidbaarheid’ (door Serlier ook wel de ‘NA-factor’

genoemd, ‘Niet-Afleidbaarheid’). De factor Vrijheid van afleid-

baarheid omvat de subtests Rekenen en Cijferreeksen. Binnen de

WISC-R maakte Substitutie ook onderdeel uit van deze factor,

maar binnen de WISC-III is Substitutie ‘verhuisd’ naar de

factor Verwerkingssnelheid. Serlier gebruikt de grootte van het

verschil tussen de NA-factor en de VB-factor om te bepalen of

het VIQ mag worden geïnterpreteerd. In Kaldenbach (2006)

wordt beschreven dat de NA-factor op de oude WISC-R van

toepassing is en alleen bij sommige buitenlandse versies van

de WISC-III (zwak) wordt teruggevonden in factoranalytisch

onderzoek en een omstreden status heeft. Ook andere publi-

caties beschrijven uitgebreid de zwaktes van deze factor, die

in de WISC-IV nu ook internationaal helemaal is verstoten

(Prifitera e.a., 2005). In Nederland wordt deze factor zelden

teruggevonden en is deze statistisch zwak te noemen, reden

waarom de factor binnen de hiërarchische analysemethode

liever buiten beschouwing wordt gelaten. Serlier vindt de

factor evenwel informatief en gebruikt deze daarom ‘kli-

nisch’ en wat voorzichtiger dan de rest, omdat het weglaten

ervan in haar visie ook leidt tot het missen van belangrijke

informatie. Factoranalytisch onderzoek is namelijk gebaseerd

op groepen kinderen en in een groep gaat ook veel individu-

ele informatie verloren. Voorstanders van ‘klinisch’ gebruik

van statistisch onvoldoende sterke factoren, zouden dan als

het ware bij ieder WISC-III-profiel een soort n=1 ‘klinische fac-

toranalyse’ kunnen toepassen, waarbij wordt gekeken welke

subtests opvallend afwijken in een bepaalde richting en wat

de gemene deler van deze subtests is. Het is echter de vraag

of de NA-factor hierin dan apart dient te worden uitgelicht.

In principe zou dan voor iedere constellatie van subtests met

overlap in meetpretentie of veronderstelde onderliggende

cognitieve processen een factor kunnen worden onderschei-

den. Denk in dat verband bijvoorbeeld aan een fictieve factor

met Cijferreeksen en Plaatjes Ordenen. Ogenschijnlijk juist heel

verschillend; beide doen evenwel een beroep op sequentië-

rende vaardigheden (CR: auditief sequentiëren, PO: visueel/

sociaal sequentiëren). Van subtests Overeenkomsten en Blokpa-

tronen zou dan bijvoorbeeld op voorhand een factor ‘Abstract

Redeneren’ kunnen worden gemaakt. Hoewel dit waardevol

kan zijn bij analyse van een gevonden individueel profiel, is

het niet wenselijk al op voorhand factoren te onderscheiden

die statistisch niet goed aantoonbaar zijn gebleken.

Serlier volgt in grote lijnen de methode van Kaufman

(Kaufman & Lichtenberger, 2000; Kaufman, 1994), die zij

toepast op de Nederlandse populatie. In de boeken van Kauf-

man wordt uitgebreid aandacht besteed aan verantwoorde

onderbouwing; het staat buiten kijf dat dit een goede, solide

methode is voor WISC-III-analyse en -interpretatie. Er is inter-

nationaal ook kritiek op Kaufmans methode waarbij wordt

betoogd dat Kaufman en zijn aanhangers te veel nadruk leg-

gen op statistische analyse van intelligentietests en te weinig

stilstaan bij klinische toepassing (Weiss e.a., 2006; Prifitera

e.a., 2005). Deze kritiek lijkt niet op Serlier van toepassing

omdat zij wel degelijk ook met een klinische bril kijkt en

toepast. Het toepassen van Kaufmans methode in Nederland

heeft als nadeel dat dan Amerikaanse normgegevens bij de

Nederlandse (en Vlaamse) populatie worden gebruikt terwijl

het niet vanzelfsprekend is dat Amerikaanse kinderen (en

meer specifiek: de Amerikaanse steekproef) representatief

zijn voor de Nederlands-Vlaamse doelgroep. Het is ook niet

voor niets dat de WISC-IIINL is gebaseerd op de WISC-IIIUK,

omdat werd verondersteld dat de verschillen met Groot-Brit-

tannië aanzienlijk kleiner zouden zijn dan met de Verenigde

Staten (Kort e.a., 2005).

In navolging van Kaufman kent Serliers methode een

aantal ‘regels’, waarvan enkele hier nu kort zullen worden

besproken.

Een van de regels is het niet mogen interpreteren van

het verbaal IQ als er minimaal 7 punten verschil is tussen de

hoogste en de laagste verbale subtest. Binnen de performale

schaal ligt de grens bij 9 punten verschil tussen performale

subtests. Het beschouwen van absolute verschillen tussen

scores binnen eenzelfde schaal om te beoordelen of de schaal

als geheel nog geïnterpreteerd mag worden, is wezenlijk

anders dan wat de hiërarchische analysemethode kenmerkt,

waarbinnen juist de schaal als geheel als uitgangspunt wordt

genomen en wordt onderzocht of de subtests binnen die

schaal zich binnen aanvaardbare marges van dat gedeelde

concept (lees: het schaalgemiddelde) bevinden (Kaldenbach,

2006). Overigens kijkt Serlier ook naar subtestafwijkingen van

het eigen gemiddelde, alleen worden er afhankelijk van de be-

treffende subtest grensscores van 3, 4 of 5 punten gehanteerd

waar Kaldenbach altijd uitgaat van 3 punten (één standaard-

deviatie). De grootte van de absolute onderlinge afwijkingen

tussen subtests (cut-off gebaseerd op Amerikaanse statistiek)

of de richting van de afwijking ten opzichte van het schaal-

gemiddelde (wat zeer bepalend is voor het absolute verschil

tussen subtests binnen een schaal), is binnen de hiërarchische

analysemethode ondergeschikt, zolang deze maar in de buurt


ligt van dat centrale concept (binnen een ‘straal’ van 3 punten

van het schaal- of factorgemiddelde). Is de afwijking binnen de

marges (zie Kaldenbach, 2006), dan wordt de schaal binnen de

hiërarchische analysemethode ‘intern consistent’ genoemd.

Een schaal of factor kan dan dus intern consistent zijn terwijl

er binnen die schaal of factor wel degelijk subtests kunnen

voorkomen die significant van elkaar verschillen volgens de

tabel in de handleiding. Over deze subtestverschillen kunnen

hypothesen worden geformuleerd.

Een andere regel binnen Serliers methode is dat het PIQ

niet mag worden geïnterpreteerd indien de factoren PO en VS

meer dan 15 punten verschillen. Binnen de hiërarchische ana-

lysemethode is het uitgangspunt dat het PIQ geïnterpreteerd

mag worden zolang de performale schaal intern consistent

is (geen van de performale subtests wijkt 3 punten of meer

af van het schaalgemiddelde), ongeacht hoe de factoren PO

en VS zich tot elkaar verhouden. Opmerkelijk is dat de score

op subtest Symbolen Vergelijken (onderdeel van de VS-factor) er

dus voor kan zorgen dat het performaal IQ niet mag worden

geïnterpreteerd, terwijl Symbolen Vergelijken geen subtest is die

(standaard) deel uitmaakt van de performale schaal.

Verder stelt Serliers methode dat een verschil van 11

punten of meer tussen VIQ en PIQ op iedere leeftijd signi-

ficant is (zie Kaufman & Lichtenberger, 2000). Om te bepa-

len of de VIQ-PIQ discrepantie significant is, wordt door

Kaldenbach tabel B.4 van de handleiding als uitgangspunt

genomen, waarin bij p<0.05 afhankelijk van de leeftijd van het

kind significantie optreedt bij discrepanties tussen de 12-18

punten. Volgens de tabel in de Nederlandse handleiding is

een verschil van 11 punten op geen enkele leeftijd significant,

wat een duidelijk verschil is met de stelregel dat een verschil

van 11 punten juist altijd significant is. Het is van belang dat

psychodiagnosten voor zichzelf bepalen of ze gebruik wensen

te maken van algemene vuistregels of handleidingtabellen;

beide kennen voor- en nadelen.

Hoewel er overeenstemming is wat betreft de classificatie

van IQ-scores, is er verschil in naamgeving op het niveau van

de normscores. Kaldenbach (2006) en Sattler en Saklofske

(2001) noemen bijvoorbeeld alle normscores tussen 8 en 12

gemiddeld, Serliers methode kent de classificatie ‘gemiddeld’

toe aan de normscores 9-11. Eerder in dit artikel werd toege-

licht hoe normscores kunnen worden omgerekend naar IQ-

scores (zie tabel 2). Een normscore van 8 is gelijk aan een IQ

van 90, de normscore 12 heeft 110 als IQ-equivalent. Binnen

de hiërarchische analysemethode is ervoor gekozen analoog

aan de range 90-110 (Resing & Blok, 2002) op het niveau van

de normscores 8-12 als ‘gemiddeld’ te classificeren. Wanneer

de range 9-11 als uitgangspunt dient, zou bij omrekening de

consequentie zijn dat alleen IQ’s tussen 95-105 gemiddeld

genoemd mogen worden. De grenzen van het gemiddelde

zouden dan al komen te liggen bij een afwijking van één-

derde standaarddeviatie van het puntgemiddelde.

Gesteld kan worden dat Serliers methode wat uitgebrei-

der is, met name op het gebied van de profielanalyse. Zij geeft

de terechte waarschuwing dat profielanalyse alleen op hy-

pothesevormende wijze en ‘klinisch’ mag worden toegepast.

Anders bestaat het risico dat psychodiagnosten uitspraken

doen met een zekerheid die niet waar te maken is vanwege

de lage subtestbetrouwbaarheden (zowel over individuele

kinderen als ten aanzien van groepen kinderen met een

bepaalde stoornis, zoals ADHD, PDD-NOS of NLD). De COTAN

waarschuwde eerder tegen analyseren op subtestniveau,

evenals de WISC-III-handleiding (NIP, 2005; Kort e.a., 2005).

Voor verantwoorde hypothesevormende betekenisverlening

aan significante subtestverschillen wordt verwezen naar Sat-

tler en Saklofske (2001) die een uitgebreide opsomming geven

van mogelijke betekenissen van allerlei verschillen tussen

normscores. Via www.kindenadolescent.nl kan een bestand

met ‘profielhypothesen’ worden gedownload (zie verderop).

Binnen de hiërarchische analysemethode wordt de WISC-

III beschouwd als een goed instrument voor een cognitieve

niveaubepaling, een globale sterkte/zwakte analyse en

hypothesevorming die mogelijk binnen vervolgonderzoek

nader kan worden getoetst. Collega’s met een grote deskun-

digheid in specifieker analyseren op subtestniveau (‘doorpuz-

zelen’) zullen in de hiërarchische methode mogelijkheden

tot een meer gedifferentieerde verfijning onbenut zien. De te

maken diagnostische keuze is het bepalen van het moment

waarop de onderzoeker stopt met analyseren. Hierbij moet

de afweging worden gemaakt tussen enerzijds geen klinisch

relevante informatie willen missen en anderzijds voldoende

betrouwbare uitspraken kunnen doen.

Er zijn ongetwijfeld meer overeenkomsten en verschillen

te benoemen dan hier besproken. De lezer kan zelf beoorde-

len wat de voor- en nadelen van de verschillende methoden

zijn. Geen van de methoden is heilig of zonder beperkingen.

Ze kunnen worden beschouwd als twee gedifferentieerde ana-

lysemethoden die naast elkaar bestaan en behalve een aantal

overeenkomsten ook enkele duidelijke inhoudelijke verschil-

len kennen. Het is aan de psychodiagnost om zijn visie te

bepalen en keuzes te maken, net zoals je bij de behandeling

van een depressie als therapeut bijvoorbeeld kunt kiezen voor

cognitieve gedragstherapie of interpersoonlijke therapie. Er

leiden meerdere wegen naar Rome, waarbij er altijd sluiprou-

tes, omwegen en doodlopende weggetjes zijn. Het is goed dat

er meerdere methoden bestaan omdat dit leidt tot vakin-

houdelijke discussie, scherpte en een proces van continue

ontwikkeling.


6. De LVG-methode

Wat wordt geadviseerd ten aanzien van gebruik van de LVG-me-

thode voor de WISC-III?

In De Psycholoog verscheen enkele jaren geleden een artikel

van Wim Pesch en Albert Ponsioen over het gebruik van de

WISC-III bij de populatie van licht verstandelijk gehandicap-

ten (Pesch & Ponsioen, 2004). Kort gezegd werd hierin een

scoringsprotocol voorgesteld dat meer recht doet aan de

specifieke kenmerken van de LVG-doelgroep. Er vindt een

aangepaste berekening plaats van de IQ-scores, waarbij in de

schalen ook subtests Cijferreeksen (VIQ) en Doolhoven (PIQ) wor-

den meegewogen in het schaal-IQ (uiteraard met statistische

correctie voor de toevoeging van een extra subtest: de schaal-

scores worden met 5/6 vermenigvuldigd). Ook werd gebruik

van een vierde factor voorgesteld, de zgn. ‘numerieke factor’.

Voor meer informatie wordt naar het betreffende artikel

verwezen. De voorgestelde aanpassing van de WISC-III-analy-

semethode bij de LVG-populatie is gebaseerd op onderzoek bij

deze doelgroep met de eerste versie van de WISC-III uit 2002.

Zoals bekend is deze in opspraak geraakt, waardoor in okto-

ber 2003 en ten slotte mei 2005 herziene normen verschenen.

In een mailcorrespondentie met de auteurs (januari 2006)

meldde Pesch dat het voortschrijdende inzicht hun methode

wat overbodig leek te maken en psychodiagnosten beter de

handleiding kunnen aanhouden. Voor meer informatie over

de waarde van een IQ-score bij kinderen met een lichte ver-

standelijke beperking wordt tevens verwezen naar Ponsioen

(2005).

7. Kraijer: WISC-III-IQ’s onder de 45

Ik heb gehoord over de methode van Kraijer waarbij met de

WISC-III mogelijkheden ontstaan om ook binnen IQ’s onder de 45 te

differentiëren. Wat is u hierover bekend?

Kraijer en Plas (2006) beschrijven in hun boek een

methode om de WISC-III te kunnen gebruiken bij beperkte

begaafdheid, gebaseerd op de meest recente editie van de test

(Kort e.a., 2005). Omdat bij deze doelgroep per definitie een

kloof bestaat tussen de kalenderleeftijd en de ontwikkelings-

leeftijd of verstandelijke leeftijd, is testkeuze op basis van

kalenderleeftijd vaak niet zinvol omdat er dan een bodemef-

fect gemeten zal worden (de tabelscores in de handleiding be-

ginnen pas bij testprestaties die hoger liggen dan de testpres-

tatie van dit kind). Kraijer en Plas (2006) adviseren daarom

om een intelligentietest te kiezen op basis van de geschatte

ontwikkelingsleeftijd en de kalenderleeftijd niet richtinggevend

te laten zijn. Bij voorkeur wordt binnen hun methode een test

gekozen met een handleidingtabel van de leeftijdsequivalent

(‘referentieleeftijd’), passend bij de ontwikkelingsleeftijd

van het kind. Een jongen van veertien die wordt geschat op

een ontwikkelingsleeftijd van zeven jaar kan dus prima de

WISC-III doen, wordt hij geschat op een ontwikkelingsleeftijd

van vijf jaar, dan heeft de WPPSI-R binnen deze methode de

voorkeur boven de WISC-III, ondanks het feit dat de kalender-

leeftijd aanzienlijk buiten het bereik van de WPPSI-R valt.

Het gebruik van leeftijdequivalenten kan soms verwar-

ring zaaien. Zo is het mogelijk dat een kind van 12;10 jaar

een referentieleeftijd heeft van twee jaar jonger (10;10 jaar)

terwijl zijn behaalde prestatie nog steeds valt binnen de

marges van het gemiddelde bij vergelijking met leeftijdgeno-

ten. De lezer kan zich voorstellen hoe eenvoudig het is om op

basis van deze gegevens een ontwikkelingsachterstand van

twee jaar te veronderstellen, terwijl dit niet juist is. Ook bin-

nen een normale ontwikkeling bestaat aanzienlijke spreiding

en het is altijd belangrijk om ook een normale ontwikkeling

op te nemen in de differentiaaldiagnostiek.

De WISC-III-handleiding vermeldt in tabel D.9 leeftijd-

sequivalenten vanaf 6;2 jaar voor ruwe subtestscores. Een

referentieleeftijd/leeftijdsequivalent is de leeftijd waarop

de behaalde score precies gemiddeld zou zijn geweest. In de

praktijk wordt dan vaak gezegd dat een kind functioneert

op het niveau van bijvoorbeeld een zevenjarige. Kraijer en

Plas (2006) hebben een soortgelijke tabel ontwikkeld voor de

WISC-III-leeftijdsequivalenten tussen 3;2 en 5;10 jaar. Hier-

voor maakten zij gebruik van de methodiek van Smulders

(1969). Er wordt vervolgens beschreven hoe op basis van de

verhouding tussen referentieleeftijd (bij een zeer disharmo-

nisch beeld kan in plaats hiervan de mediaan van de subtest

referentieleeftijden gekozen worden) en kalenderleeftijd een

IQ-score kan worden berekend die in de praktijk kan vallen

onder het IQ-bereik van de WISC-III-handleiding. Een tienja-

rige jongen die op alle WISC-III-subtests minimaal scoort, zou

volgens deze methode een VIQ en PIQ van 32 halen, terwijl de

WISC-III-handleiding vanwege een bodemeffect zou uitkomen

op een VIQ of PIQ <55. Voordeel van de beschreven methode

is dat er differentiatie kan plaatsvinden waar de handleiding

alles beneden de 55 op één hoop gooit.

Hoewel de methode systematisch en onderbouwd is, is

terughoudendheid geboden met het introduceren en be-

schrijven van WISC-III-IQ’s die onder de bodem van deze test

liggen en dus principieel fictief zijn. Bovendien kan men zich

afvragen welke betekenis/validiteit het concept ‘intelligentie’

heeft aan beide uiteinden van het spectrum. Dit is één van

de redenen waarom het IQ-bereik van de meest recente editie

van de WISC-III ook drastisch is beperkt. In de handleiding

uit 2002 kwamen nog IQ’s van 188 voor, nu komt een kind

met dezelfde score in de huidige handleiding op een TIQ van


145. Wanneer wordt uitgegaan van de normaalverdeling (zie

figuur 1), kan gesteld worden dat 0,13% van de kinderen (dat

is ruim ‘anderhalf kind’ bij de WISC-III-steekproefgrootte van

n=1239) een IQ heeft van ≤55 of ≥145 (beide drie sd’s van het

gemiddelde). Kraijer en Plas (2006) beschrijven helder dat

hun methode een praktische doch methodologisch en ont-

wikkelingspsychologisch niet vlekkeloze oplossing is. ‘Hoewel

berekende leeftijdsequivalenten nauwkeuriger zijn dan geëx-

trapoleerde, bezitten ze toch in vrij sterke mate het karakter

van een schatting. Terughoudendheid bij de interpretatie is

dus geboden’ (Kraijer & Plas, 2006, p. 383).

0,13%55 70 85 100 115 130 145

2,15% 13,59% 34,13% 34,13%

WISC-III

afhankelijk vaninformatieverwerking

weten zien weten

Plaatjes Ordenen Rekenen Onvolledige Tekeningen Informatie

Blokpatronen Cijferreeksen Begrijpen

Figuur Leggen Substitutie Woordkennis

Doolhoven Overeenkomsten

Symbolen Vergelijken

afhankelijk vankennis

13,59% 2,15% 0,13%

zien

Figuur 1: Normaalcurve met percentages en IQ’s aan de hand van

standaarddevaties

8. De ‘Ottemfactoren’

Is het verantwoord gebruik te maken van de ‘Ottemfactoren’ bij de

WISC-III?

Ernst Ottem is een Noorse wetenschapper van het National

Centre for Logopedics in Oslo, die veel onderzoek heeft gedaan

naar Wechslertests bij kinderen met beperkingen, voorname-

lijk op het gebied van taal en leren. Via een zoekopdracht op

PubMed (www.pubmed.gov) is een helder overzicht te vinden

van zijn bevindingen ten aanzien van de WPPSI en de WISC-R.

Zo ontwikkelde Ottem (1999) voor de WISC-R een nieuwe

clustering van subtests voor kinderen met leesstoornissen

(o.a. dyslexie) en autismespectrumstoornissen omdat eerdere

indelingen van bijvoorbeeld Kaufman (1994) of Bannatyne

(1974) bij deze populatie geen adequate verklaring konden

bieden voor de verschillende pieken en dalen in de profielen.

Dit leidde tot een nieuwe indeling in factoren die geclusterd

zijn op basis van gemeenschappelijke onderliggende cogni-

tieve processen (Ottem, 1999), in plaats van ad hoc statistisch

factoranalytisch onderzoek bij algemene groepen met een on-

dervertegenwoordiging van kinderen met specifieke proble-

matiek (indelingen van Kaufman en Bannatyne). Ten aanzien

van drie ‘modi’ van cognitief functioneren onderscheidt

Ottem per modus twee factoren: een ‘verbale-nonverbale

modus’ (verbale en non-verbale factor), een ‘kennismodus’

(procedurele en declaratieve factor) en een ‘verwerkings-

modus’ (transformatie- en preservatiefactor). In een latere

publicatie past Ottem (2003) de indeling aan waarbij deze

niet langer specifiek is voor enkele doelgroepen. Hij maakt

een onderscheid tussen kennisafhankelijke (‘knowledge-depen-

dent’) en van informatieverwerking afhankelijke (‘processing-

dependent’) subtests waarbij binnen beide typen subtests wordt

gedifferentieerd tussen zien (wat en hoe) en weten (wat en

hoe). In figuur 2 is de indeling van Ottem (2003) vertaald naar

de WISC-III (subtest Symbolen Vergelijken is toegevoegd door

ondergetekende, verder hebben de WISC-R en de WISC-III

dezelfde subtests).0,13%

55 70 85 100 115 130 1452,15% 13,59% 34,13% 34,13%

WISC-III

afhankelijk vaninformatieverwerking

weten zien weten

Plaatjes Ordenen Rekenen Onvolledige Tekeningen Informatie

Blokpatronen Cijferreeksen Begrijpen

Figuur Leggen Substitutie Woordkennis

Doolhoven Overeenkomsten

Symbolen Vergelijken

afhankelijk vankennis

13,59% 2,15% 0,13%

zien

Figuur 2: Indeling van WISC-III-subtests gebaseerd op Ottem (2003)

De Ottemfactoren zijn in Nederland vrij onbekend geble-

ven en slechts incidenteel onderzocht (Nieuwenhuis, 2005).

Los van de inhoudelijke kritiek die denkbaar is op de soms

arbitraire toewijzing van subtests door Ottem (1999; 2003)

aan bepaalde factoren, is het voornaamste bezwaar dat de

indeling gebaseerd is op de WISC-R en er bij de auteur van

dit artikel geen publicaties bekend zijn met betrekking tot

validering van de Ottemfactoren in relatie tot de WISC-III. Dat

maakt toepassing op de WISC-III discutabel, in afwachting

van verder onderzoek. Zijn methode is evenwel als concept

een waardevolle aanvulling op de klassieke manieren van

analyseren, omdat deze meer aandacht heeft voor onderlig-

gende cognitieve processen en hierdoor meer gerichte moge-

lijkheden biedt om bij kinderen met specifieke stoornissen te

ontrafelen waar de sterke en zwakke kanten liggen.

9. Bestaan cultuurvrije tests?

Ik werk veel met allochtone adolescenten. Daarom kies ik eigenlijk

automatisch voor de SON-R omdat die cultuurvrij is. Welke waarde

heeft de WISC-III binnen deze populatie?

Om te beginnen is het goed te benadrukken dat geen

enkele test ‘cultuurvrij’ is. Iedere test doet een beroep op

impliciete (Nederlandse) taal- en cultuurkennis. Het ac-

cent op verbale capaciteiten kan echter per test verschillen.

hoe hoe dat dat


Nederlandse intelligentietests zijn niet racistisch, maar wel

etnocentrisch, waardoor met name niet-Westerse migranten

worden benadeeld en hun IQ in die zin altijd een onderschat-

ting van hun werkelijke mogelijkheden vormt (in de inter-

nationale literatuur staat het verschil tussen capaciteiten en

testprestatie bekend als de ‘ability-achievement discrepancy’). De

vertekening (‘bias’) werkt altijd één kant op en hangt samen

met wat wel de ‘acculturatiegraad’ wordt genoemd (Georgas

e.a., 2003). Ook de SON-R is geen zuiver non-verbale test (overi-

gens wel een stuk non-verbaler dan de WISC-III), zeker niet

wanneer de test op verbale wijze wordt afgenomen.

In tabel 3.21 van de WISC-III-handleiding is te zien dat al-

lochtone kinderen weliswaar gemiddeld een kleine 10 punten

lager scoren dan autochtone kinderen, maar dat dit geen spe-

cifiek lagere score is op de verbale onderdelen. Het algemene

beeld dat allochtonen ‘vanwege de taal’ beter een non-verbale

test kunnen ondergaan, blijkt empirisch dus niet vanzelfspre-

kend: allochtone kinderen die met de WISC-III getest worden,

kennen geen specifieke verbale ‘uitval’. Vergelijkbare bevin-

dingen kwamen naar voren in een Amerikaans onderzoek (In:

Weiss e.a., 2006) waarbij de WISC-IV onder ‘Hispanics’ werd

afgenomen. De verschillende IQ-factoren correleerden posi-

tief met de acculturatiegraad, maar van (specifieke) verbale

uitval was geen sprake. Het is waarschijnlijk dat de lagere

prestatie van allochtonen als groep op de WISC-III grotendeels

verklaarbaar is vanuit demografische en sociaal-economische

factoren en dat van de lagere scores, indien hiervoor gecor-

rigeerd, weinig overblijft. Weiss e.a. (2006) beschrijven een

onderzoek waarin na aftrek van dit type factoren slechts 1,6%

verklaarde variantie binnen het totaal IQ overblijft, die toe

te schrijven is aan de etnische achtergrond. Er wordt meer

variantie verklaard door de verwachtingen van ouders ten

aanzien van de prestaties van hun kind (31%), dan door het

opleidingsniveau en het inkomen van de ouders bij elkaar.

Een nadeel van de SON-R is de smallere meetpretentie

(non-verbale capaciteiten) ten opzichte van de WISC-III (bij

sommige doelgroepen is dit juist een voordeel). Daar staat

tegenover dat de SON-R door de COTAN beter is beoordeeld

dan de WISC-III: ‘goed’ op alle zeven categorieën, tegenover

‘voldoende’ normen, betrouwbaarheid en begripsvaliditeit

van de WISC-III, naast de onvoldoende op criteriumvaliditeit

wegens gebrek aan onderzoeksgegevens op dit vlak (NIP,

2000/2005). Enige nuancering van de COTAN-beoordeling van

de SON-R 51/2-17 (Snijders e.a., 1988) is echter op zijn plaats. De

COTAN noemt normen na 15 jaar verouderd en na 20 jaar on-

bruikbaar. De normgegevens in de SON-R 51/2-17 handleiding

en op de cd-rom zijn verzameld in de periode voor publicatie,

in 1984-1985. COTAN-beoordelingen hebben een beperkte

geldigheidsduur en het zou interessant zijn te discussiëren

over de mogelijkheid van het ontwikkelen van een ‘uiterste

houdbaarheidsdatum’ voor COTAN-beoordelingen. De SON-R

51/2-17 werd in 1990 beoordeeld. De SON-R 21/2-7 werd in 1998

uitgegeven en het normeringsonderzoek vond in 1993-1994

plaats, waardoor de goede COTAN-beoordeling van deze test

(eveneens zeven keer ‘goed’) minder gedateerd is.

Een ander verschil tussen de WISC-III en de SON-R is dat

deze laatste uitsluitend 80%-‘waarschijnlijkheidsintervallen’

vermeldt, wat betekent dat de kans op een meetfout 20% is.

De WISC-III biedt de keuze tussen betrouwbaarheidsinterval-

len van 90% en 95%.

De keuze voor een SON-R of een WISC-III hangt af van

de reden van het onderzoek. De predictieve validiteit ten

aanzien van een extern criterium (bijv. schoolsucces) is voor

allochtone en autochtone kinderen even hoog. Bij de vraag

naar een schooladvies is het juist verstandig om een test te

kiezen met de veronderstelde taal- en cultuurkennis (bijvoor-

beeld de WISC-III of de NIO), want tegen deze ‘bias’ lopen

kinderen op school ook aan.

Tenslotte nog een praktisch punt voor psychodiagnosten

die regelmatig kinderen testen van ouders die het Arabische

schrift gebruiken. Het zal hun meer dan eens zijn opgeval-

len dat jonge kinderen bij de WISC-III-subtest Plaatjes Ordenen

de plaatjes conform het Arabische schrift van rechts naar

links neerleggen. Zolang de volgorde correct is en het kind

duidelijk noemt bij welk kaartje het verhaal begint, mag u dit

antwoord goed rekenen. Een leuke illustratie kan toelichten

welke invloed achtergrond kan hebben bij het beantwoorden

van testvragen. Bekijk figuur 3 en beschrijf in één zin met de

woorden ‘bomen’ en ‘onweer’ wat u ziet. Doe dit in chronologi-

sche volgorde. Westerse mensen met een schrift van links naar

rechts zullen waarschijnlijk iets zeggen als ‘Het is mooi weer

bij de bomen, maar er komt onweer aan’. Mensen die gewend

zijn van rechts naar links te lezen (Arabisch schrift, Ivriet,

etc.), neigen eerder naar antwoorden als ‘Het onweerde net,

maar nu is het weer bij de bomen opgeklaard’. En mensen

uit bepaalde delen van Afrika zullen geen bomen zien maar

hierin drie struisvogels herkennen, met hun kop in het zand

gestoken. Waarneming, zo blijkt maar weer, is subjectief en

geschiedt door een bril van aanwezige kennis en ervaring, en

is dus cultuurgebonden.

Bij doelgroepen die doorgaans meer moeite tonen bij

het presteren op tests (of dit nu allochtonen zijn of kinderen

met bijvoorbeeld leerstoornissen), herkennen veel onderzoe-

kers de neiging om, sterker dan bij andere kinderen, ‘eruit

te halen wat erin zit’. Er wordt dan meer doorgevraagd op

testitems waarbij dit wel mag van de handleiding maar niet

wordt voorgeschreven, om ervoor te zorgen dat het IQ een

weergave is van wat een kind maximaal kan. In de Engelsta-


lige literatuur wordt hiernaar verwezen als de discussie over

het willen meten van een ‘typical vs. an optimal performance’

(Prifitera e.a., 2005). Streven naar een optimale prestatie lijkt

nobel en kindvriendelijk, maar heeft als nadeel dat het IQ

vervolgens meer capaciteiten kan suggereren dan dat het

kind in de schoolsituatie kan waarmaken. Daar zit hij door-

gaans immers niet één-op-één met een leerkracht die hem zo

intensief begeleidt en in dezelfde mate als de onderzoeker

moeite doet om hem optimaal te laten presteren en daarbij

aanvankelijke fouten door de vingers ziet. Op proefwerken

krijgen kinderen ook geen punten voor vragen die in eerste

instantie fout zijn maar waarbij na herhaald doorvragen toch

het inzicht was getoond dat het kind het goede antwoord

weet. Bij bepaalde antwoorden op verbale onderdelen is

doorvragen verplicht, bij de overige vragen wordt geadviseerd

hiermee enigszins behoudend om te gaan, ook omdat door-

vragen eigenlijk een vorm van feedback geven is (het kind

merkt dat zijn antwoord blijkbaar niet ‘goed genoeg’ is) en de

motivatie kan beïnvloeden.

Figuur 3: Beschrijf in één zin met de woorden ‘bomen’ en ‘onweer’ in

chronologische volgorde wat u hier ziet

10. Waarom Tabel C.1 niet wordt gebruikt binnen de

hiërarchische analysemethode

Binnen de hiërarchische analysemethode is het uitgangspunt

dat een schaal of factor intern inconsistent wordt genoemd wanneer

minimaal één subtest 3 punten of meer afwijkt van het schaal- of

factorgemiddelde. In tabel C.1 van de handleiding is echter te zien

dat deze stelregel soms onnauwkeurig is en soms kan leiden tot enkele

decimalen verschil per subtest. Waarom maakt u geen gebruik van

deze tabel?

Indien gekozen wordt voor gebruik van een tabel uit de

handleiding, dan ligt tabel C.1b het meest voor de hand voor

de schalen, omdat deze uitgaat van de 5 standaardsubtests

van iedere schaal. Tabel C.1a neemt 4 subtests per schaal als

uitgangspunt, wat een verwarrende benaming is, omdat het

hier de factoren Verbaal Begrip en Perceptuele Organisatie betreft.

Wanneer u gebruik maakt van de handleiding op dit punt,

stuit u op het probleem dat er niet wordt voorzien in getallen

ten aanzien van de factor Verwerkingssnelheid in deze tabel. De

mogelijkheid bestaat om in tabel B.5 de betrokken subtests

Substitutie en Symbolen Vergelijken op onderling significante ver-

schillen te toetsen, maar er wordt dan een andere methode

gehanteerd dan in de C.1-tabellen en er wordt bovendien uit-

gesplitst naar leeftijd. Het zou inconsequent zijn om binnen

de factoren verschillende methodes te hanteren. Verschillen

die je dan vindt, kunnen een gevolg zijn van verschillen in

toegepaste analysemethoden en daardoor ruis veroorzaken

bij het doen van betrouwbare uitspraken over het kind en

zijn profiel. Los hiervan is er echter nog een andere reden

waarom de hiërarchische analysemethode kiest voor ‘de 3

punten’ en tabel C.1 niet gebruikt.

De hiërarchische analysemethode is gebaseerd op de

statistische kenmerken van de normscores (m=10, sd=3) en

het uitgangspunt dat iets gemiddeld wordt genoemd als het

minder dan een standaarddeviatie afwijkt van het schaal- of

factorgemiddelde. Dat is iets anders dan het hanteren van

een grensscore vanaf welke een statistisch significant verschil

is ontstaan binnen een specifieke steekproef. Het is mogelijk

ervoor te kiezen aan de hand van de handleidingtabel te

bepalen of er interne inconsistentie op schaalniveau bestaat,

waarbij grensscores soms bijvoorbeeld 2,7 of 3,4 zijn (niet

altijd exact 3). Iedere afwijking van 3 in tabel C.1 zou echter

gezien kunnen worden als een imperfectie van de steekproef,

omdat de scores van de steekproef als geheel geïndexeerd zijn

op m=10 en sd=3. Dat dit vervolgens niet bij iedere subtest of

op iedere testleeftijd exact terugkomt, heeft betrekking op

toevalsvariabelen (meetfout) en steekproefkenmerken. Een

illustratie vanuit de kansberekening kan toelichten waarom

binnen de hiërarchische analysemethode op dit punt bewust

is gekozen voor de algemene statistiek en niet die van de

steekproef uit de handleiding.

Bij een steekproef met een dobbelsteen van n=60 worpen,

is er een ‘algemene statistische kans’ dat je tien keer een 6

gooit. In een ‘losse’ trial van 60 worpen zal waarschijnlijk

niet elk cijfer precies tien keer worden gegooid, wat natuur-

lijk niets verandert aan het feit dat de kans op een 6 gewoon

1/6 is en blijft (uitgaande van ‘eerlijke’ en betrouwbare

dobbelstenen, een rechte ondergrond, etc.). Het is mogelijk

dat er bij deze 60 worpen twaalf keer een 6 wordt gegooid,

en de volgende 60 worpen slechts acht zessen opleveren. Je

zou dan na de eerste 60 worpen bij de vervolgkansberekening

kunnen stellen dat de kans op een 6 1/5 is, uitgaande van de

specifieke kenmerken van de steekproef die zojuist is getrok-

ken, waarin toeval bepaalde dat er in de praktijk van een

steekproef afwijkingen van de algemene statistiek optraden.

Of er wordt onverminderd uitgegaan van de onderliggende

algemene statistiek die geldt en blijft gelden.


Omdat de steekproef van de WISC-III ook na twee herzie-

ningen niet onfeilbaar is, wordt hier gekozen voor de alge-

mene statistiek. Stel dat de huidige WISC-III-normgroep zou

worden uitgebreid door aan de steekproef enkele honderden

nieuwe kinderen toe te voegen. In dat geval zou tabel C.1 ze-

ker veranderen, als het goed is in de richting van de waarden

waarop geïndexeerd is (de algemene statistiek met m=10 en

sd=3). De COTAN heeft de normen (lees: representativiteit

van de steekproef) bij herbeoordeling ‘slechts’ voldoende

genoemd (NIP, 2005). De aanpassing van de normgegevens

naar aanleiding van alle kritiek op de WISC-III betrof deels

een statistische correctie, deels zijn ook proefpersonen aan de

steekproef toegevoegd of verwijderd. Er is echter nog steeds

sprake van een oververtegenwoordiging van havo/vwo-leerlin-

gen (41% in plaats van 38%, naast het feit dat zich onder de

Vlaamse kinderen in het VO geen zittenblijvers bevonden), en

een ondervertegenwoordiging van allochtonen en kinderen

uit het speciaal (basis)onderwijs, het praktijkonderwijs en

het VSO. Mede hierdoor is het gemiddelde havo-IQ nog steeds

‘gemiddeld’ (106,9), ligt het puntgemiddelde van een gemid-

delde vwo-leerling ook ver onder de 120 en scoort hij slechts

‘bovengemiddeld’. Ook wanneer naar de percentielscores

gekeken wordt, zou een hoger percentage leerlingen op de

hogere niveaus onderwijs volgen in Nederland dan daadwer-

kelijk het geval is.

Gebruik van tabel C.1 is zeker niet ‘fout’ of ‘onverant-

woord’. Het zijn verschillende methoden om iets te bepalen;

hierboven zijn argumenten benoemd die de keuze voor de ‘3

punten afwijking’ toelichten. Het past binnen de beroepsver-

antwoordelijkheid van een psychodiagnost om op basis van

inhoudelijke argumenten een keuze te maken en meerdere

visies zijn hier mogelijk.

11. IQ’s in relatie tot onderwijsniveaus

Bij onze onderwijsbegeleidingsdienst hebben we begrepen dat we

onze oude ‘feeling’ met IQ’s in relatie tot onderwijsniveaus moeten los-

laten. Recentelijk is er bij ons een intern verschil van mening ontstaan

waar we niet uitkomen. Een van onze onderzoekers heeft een kind met

een TIQ van 97 (harmonisch profiel op schaal- en factorniveau) een

havo-advies gegeven. Dit leidde tot discussie onder de orthopedagogen.

De meerderheid van ons ging voor een vmbo-t advies. Gaarne uw visie

hierop.

Binnen de WISC-III-steekproef is de gemiddelde havoscore

op het totaal IQ 106,9 met een standaarddeviatie van 10,6.

We mogen er, uitzonderingen en bijzondere omstandighe-

den daargelaten, grofweg van uitgaan dat leerlingen die

maximaal één sd van het havogemiddelde naar beneden

afwijken niet zullen doubleren. Bij een normaalverdeelde

variabele scoort immers ruim 15% van de leerlingen meer dan

één sd onder het gemiddelde en doubleerpercentages liggen

doorgaans lager. Dit betekent dat een leerling met een TIQ

van 97 wel degelijk kans van slagen op de havo kan hebben,

hoewel zijn punt-IQ meer aansluit bij het in de handleiding

genoemde gemiddelde mavo-TIQ van 98,1. Wat cognitief

niveau betreft zouden zowel een vmbo-t als havo-advies tot

de mogelijkheden behoren (vmbo-t lijkt/voelt iets ‘veiliger’),

waarbij de specifieke beslissing afhangt van overige factoren.

Het is bij het geven van een schooladvies belangrijk verder

te kijken dan uitsluitend naar de IQ-score. Er zijn veel meer

factoren die invloed hebben op zowel de testprestatie als

schoolsucces en daarom is ‘slagboomdiagnostiek’ soms ook

zo schadelijk. Denk bijvoorbeeld aan motivatie/werkhouding,

een didactische achterstand, middelengebruik, bijzonderhe-

den of instabiliteit in de thuissituatie (veel ruzie, echtschei-

ding, mishandeling), psychische of psychiatrische problemen

(bijvoorbeeld faalangst, concentratiezwakte, depressie),

taalproblemen en culturele factoren. Deze opsomming is

verre van volledig. Het totale beeld, waarin het intelligentie-

niveau en -profiel slechts één van de factoren vormen, dient

richtinggevend te zijn voor het uiteindelijke schooladvies,

waarbij ook de indrukken van school en ouders meewegen.

Daarom zijn de ‘algemene indrukken’ en observaties ook zo

belangrijk in een rapport: deze beschrijven de omstandighe-

den waaronder een testprestatie tot stand kwam en geven

hierdoor een context waarbinnen de meting geïnterpreteerd

kan worden.

12. Interne consistentie en significante verschillen tus-

sen subtests onderling

Ik heb pas een adolescent onderzocht met de WISC-III. Volgens

uw methode is de performale schaal intern consistent en kan het PIQ

geïnterpreteerd worden. Er is namelijk geen enkele performale subtest

die 3 punten of meer afwijkt van het schaalgemiddelde. Maar in tabel

B.5 in de handleiding vind ik dat de score op Blokpatronen significant

afwijkt van Figuur Leggen. Mag de performale schaal dan nog wel

intern consistent genoemd worden?

Welke criteria je als psychodiagnost hanteert met betrek-

king tot interne consistentie, is een keuze. Er zijn twee moge-

lijkheden. De eerste mogelijkheid is dat je per schaal of factor

Havo-advies met een TIQ van 97?


alle subtests daarbinnen met elkaar vergelijkt aan de hand

van tabel B.5. Zodra er minimaal één subtest is die significant

van een andere afwijkt, dan zou je die schaal of factor intern

inconsistent moeten noemen. Wil je voor alle schalen en fac-

toren een uitspraak over de interne consistentie doen volgens

deze methode, dan betekent dit dat je in de handleiding 21

paren subtests moet toetsen op significantie: een tijdrovende

en foutgevoelige klus, tenzij er een zelfgemaakt scorepro-

gramma wordt gehanteerd.

In de hiërarchische analysemethode wordt voor het

bepalen van de interne consistentie niet zozeer gekeken naar

alle losse onderlinge verschillen tussen subtests binnen een

schaal of factor, maar naar de mate waarin ze afwijken van de

gemeenschappelijke noemer (bijvoorbeeld verbale capacitei-

ten) die aan die schaal of factor ten grondslag ligt. Stel dat de

gemiddelde normscore van de verbale schaal bij een kind 9 is

en alle verbale subtests binnen een marge van 2 punten om

dit gemiddelde liggen. Dan kan gesteld worden dat de verbale

schaal intern consistent is, omdat alle normscores binnen

aanvaardbare marges (minder dan één standaarddeviatie)

in de buurt liggen van het overkoepelende concept ‘verbale

vaardigheden’. In de praktijk kan het dan best zijn dat er een

subtest met normscore 7 is die significant blijkt te verschillen

van een andere subtest met normscore 11, maar dat is niet zo

relevant omdat ze beide binnen een aanvaardbare marge van

de gemene deler liggen. De statistische significantie tussen

de twee subtests wordt bereikt omdat de richting ten aanzien

van de gemeenschappelijke noemer verschilt, maar binnen

deze methode is dat dus minder van belang. Dit is ook de

reden waarom bij de VS-factor (bestaande uit twee subtests)

niet tabel B.5 wordt geraadpleegd (het zou ook inconsequent

zijn om voor één factor ineens een andere analysemethode te

hanteren), maar als grens voor interne consistentie 6 punten

verschil wordt gehanteerd, wat in dit geval overeenkomt met

3 punten afwijking van het factorgemiddelde. De grens van

6 punten is ruimer dan de significantiegrenzen uit tabel B.5.

Er zijn nog andere redenen waardoor de strakkere grens uit

de handleiding nadelig kan werken bij deze factor. De twee

subtests van de VS-factor kennen namelijk een verschil in de

mate waarin ze kinderen ‘afrekenen’ op gemaakte fouten,

wat interne inconsistentie in de hand werkt als gevolg van

ongelijke scoringsrichtlijnen. Bij Substitutie krijgt een kind

punten voor het aantal goede antwoorden, ongeacht het

aantal gemaakte fouten. Iemand die veel fouten maakt, zal

lager scoren omdat foute antwoorden geen punten opleveren

en wel tijd kosten die afgaat van de tijd om op items goed te

scoren. Op deze manier zitten de gemaakte fouten verdiscon-

teerd in de goedscore, uitgaande van de tijdslimiet van twee

minuten. Bij Symbolen Vergelijken wordt het aantal gemaakte

fouten afgetrokken van het aantal goede items, waardoor

een kind in feite in zijn score tweemaal op zijn fouten wordt

afgerekend (waarschijnlijk vanwege het ‘multiple-choice’

karakter van Symbolen Vergelijken). Nauwkeurigheid gaat dan

een grotere rol spelen in relatie tot snelheid van visuele infor-

matieverwerking. Ook het feit dat de subtests van deze factor

ver uit elkaar liggen (respectievelijk subtest 3 en 11), werkt in-

terne inconsistentie in de hand, omdat factoren als vermoeid-

heid en motivatie een grotere invloed kunnen krijgen.

Als de factor Verwerkingssnelheid intern consistent is en sig-

nificant verlaagd is ten opzichte van de overige factoren, dan

is het te eenvoudig om te concluderen dat het kind een lage

verwerkingssnelheid heeft of traag is. Als dat zo was, zou het

immers ook een gedrukte score op de factor Perceptuele Organi-

satie moeten hebben, die eveneens uit subtests bestaat waarbij

de benodigde tijd de score beïnvloedt. De VS-factor doet (als

nuancering op de naam ervan) een beroep op snelheid van

kortdurende (twee minuten) en visuele informatieverwerking

onder tijdsdruk (explicietere tijdsdruk dan bij de subtests

van de PO-factor), waarbij een grafomotorische respons wordt

gevraagd. Kinderen met een adequate fijne motoriek maar spe-

cifieke moeite met de schrijfmotoriek kunnen uitvallen op de

VS-factor bij een ongestoorde PO-score, evenals kinderen die

bijvoorbeeld dyslexie hebben (Substitutie en Symbolen Vergelijken

kunnen dan lastige taken zijn omdat ze uit allerlei tekens

bestaan die ook gespiegeld worden weergegeven en waarbij

onder meer de snelheid van automatisering de score bepaalt).

De keuze die een psychodiagnost moet maken is of hij wil

kijken naar absolute verschillen tussen subtestnormscores

binnen een schaal of factor, of dat hij kiest voor de mate van

afwijking van de gemeenschappelijke noemer van de schaal

of factor. Het laatste lijkt relevanter omdat je met je bevindin-

gen van de interne consistentie wilt bepalen of je de schaal

of factor als geheel mag interpreteren en dan is de relatie

per subtest tot die schaal of factor als geheel logisch (in feite

bepaal je dus of de schaal of factor inderdaad één geheel

is). Ook als een schaal of factor intern consistent is, kan een

psychodiagnost altijd de vrijheid nemen om op subtestniveau

te gaan kijken of er grote subtestverschillen zijn en wat dit

mogelijk zou kunnen betekenen. Dat kan ook vergelijking

tussen subtests betreffen die onder verschillende schalen

of factoren vallen. Stel dat een kind fors uitvalt op Overeen-

komsten en Blokpatronen, dan zou bijvoorbeeld een hypothese

geformuleerd kunnen worden over moeite met abstract

redeneren. Binnen de hiërarchische analysemethode wordt

echter terughoudendheid geadviseerd met subtestanalyse bij

een intern consistent profiel.


13. Stoornisspecifieke WISC-III-profielen

Wat zijn uw gedachten over stoornisspecifieke WISC-III-profielen?

Dit is een veelbesproken onderwerp waarbij visieverschil-

len tussen verschillende deskundigen vaak helder naar voren

komen. Op groepsniveau worden bij verschillende stoor-

nissen inderdaad relatief sterke en minder sterk scorende

subtests gevonden binnen het WISC-III-profiel. Zo wordt

onder groepen kinderen met een autismespectrumstoornis

bijvoorbeeld vaak gevonden dat er op Informatie hoger wordt

gescoord dan op Begrijpen in vergelijking met een controle-

groep. Een verklaring hiervoor kan zijn dat kinderen met

autisme vaak veel algemene feitenkennis hebben (Informatie)

en zich incidenteel zelfs kunnen ontpoppen tot ‘wandelende

encyclopedieën’. Waar het echter vaak misgaat (of minder

goed gaat) is de toepassing van deze algemene kennis in het

dagelijks leven binnen een complexe (sociale) context waarbij

inzicht wordt gevraagd en een kind ook moet kunnen kiezen

welke kennis het wanneer moet toepassen en hoe (Begrijpen).

Kinderen met ASS doen het over het algemeen minder goed

op Substitutie en beter op Blokpatronen in vergelijking met

normale leeftijdgenoten.

Bij groepen kinderen met ADHD wordt vaak gezien dat

er relatief lager wordt gescoord op subtest Cijferreeksen in

vergelijking met normale controles. Dat is niet verwonderlijk,

want deze subtest doet een beroep op het concentratievermo-

gen en auditief-sequentiële geheugen. Kinderen met leer-

stoornissen of ADHD scoren doorgaans ook lager op de factor

Verwerkingssnelheid.

Kievit e.a. (2002) schreef met betrekking tot de WISC-R

dat veel dyslectische personen in hun profiel regelmatig

uitval toonden op de subtests Rekenopgaven (R), Informatie (I),

Substitutie (S) en Cijferreeksen (C). Dit profiel wordt ook wel

het ‘RISC-profiel’ genoemd. Het gaat dus om een specifiek

patroon, waarbinnen een sterk beroep wordt gedaan op

geheugen. Gemiddeld zouden de WISC-R-standaardscores op

deze subtests bij de genoemde doelgroep vier punten lager

zijn dan het gemiddelde van alle subtests. Het RISC-profiel

wordt internationaal ook wel aangeduid als het ‘ACID-profiel’

(Arithmetic, Coding, Information en Digit Span). Binnen de inter-

nationale literatuur is dit profiel beschreven voor ADHD en

leerstoornissen. Onderzoek (In: Prifitera e.a., 2005; Kaufman,

1994) liet zien dat het zogenaamde ‘SCAD-profiel’ beter on-

derscheidde tussen deze groepen kinderen. Subtest Informatie

werd verwijderd en Symbolen Vergelijken (Symbol Search) werd

toegevoegd aan het acroniem.

Kortom, er bestaan inderdaad verschillen op het niveau

van groepen kinderen met een bepaalde (DSM-IV-TR) classifi-

catie. Deze verschillen worden echter lang niet altijd terug-

gevonden binnen individuele profielen van kinderen met

een bepaalde diagnose. Enkele ‘take-home messages’ zijn hierbij

essentieel:

- een kind kan een ‘bij de stoornis passend’ profiel hebben

terwijl het die stoornis absoluut niet heeft;

- een kind kan een bepaalde stoornis hebben terwijl het WISC-

III-profiel ‘zegt van niet’ (atypisch profiel);

- er bestaat overlap tussen verschillende stoornissen en proto-

typische WISC-III-profielen.

Kortom, ‘stoornisspecifieke’ profielen zijn onvoldoende

specifiek en kunnen in individuele gevallen ook niet goed dif-

ferentiëren tussen stoornissen. Gebruik een WISC-III-profiel

daarom nooit als diagnostisch instrument in psychiatrische

zin en bedenk altijd dat stoornisspecifieke profielen ontwik-

keld zijn op basis van onderzoek bij groepen kinderen. De

bevindingen zijn daardoor altijd gebaseerd op statistische

gemiddelden en kunnen in individuele gevallen aanzienlijk

variëren. Bovendien is de DSM-IV-TR ook een op consensus

gebaseerd classificatiemodel en binnen de meeste classifi-

caties bestaat aanzienlijke heterogeniteit (bereken voor de

grap eens hoeveel combinaties van symptomen er mogelijk

zijn om tot de classificatie ADHD te kunnen komen en u zult

versteld staan…). Niet ieder kind met NLD valt uit op subtest

Rekenen en er zijn ook ADHD’ers die het juist goed doen op

Cijferreeksen.

DOWNLOADS

Via www.kindenadolescent.nl is een Toelichting voor ouders

te downloaden die kan worden uitgereikt bij bespreking

van het WISC-III-rapport. Ook vindt u hier de Beslisboom 2007

(aangevulde editie), de nieuwste update van de Scorehulp en

een document met Profielhypothesen, dat behulpzaam kan zijn

bij het verklaren van specifieke verschillen tussen subtests,

schalen en factoren.

TOT SLOT

De hiërarchische analysemethode zal met haar tijd meegaan

in het licht van toekomstige ontwikkelingen. De lezer wordt

van harte uitgenodigd met deze methode te gaan werken en

de auteur te berichten over praktijkervaringen en mogelijke

suggesties ter verdere verbetering.

1: De WISC-III-Scorehulp is een gratis te downloaden Excel-bestand

waarmee de WISC-III volgens de hiërarchische analysemethode kan

worden gescoord. De meest recente versie is eenvoudig te vinden en te

downloaden via zoekmachines onder de treffer ‘scorehulp’.

2: In de verkorte tijdschriftversie van dit artikel is hier abusievelijk

‘PO’ in plaats van ‘BG’ vermeld.


LITERATUUR

• Bannatyne, A. (1974). A note on the reorganization on the WISC scale scores. Journal of Learning Disabilities, 1, 272-274.• Georgas, J., Weiss, L.G., Vijver, F.J.R. van de & Saklofske, D.H. (2003). Culture and children’s intelligence: Cross-cultural analysis of the WISC-III. New York: Academic Press.• Kaldenbach, Y. (2006). De WISC-III anno 2006: een voorstel tot een-duidige en hiërarchische analyse, interpretatie en rapportage. Kind en Adolescent Praktijk, 5(3), 128-136.• Kaufman, A.S. (1994). Intelligent testing with the WISC-III. New York: John Wiley & Sons.• Kaufman, A.S. & Lichtenberger, E.O. (2000). Essentials of WISC-III and WPPSI-R assessment. New York: John Wiley & Sons.• Kievit, Th., Tak, J.A. & Bosch, J.D. (2002). Handboek psychodiagnostiek voor de hulpverlening aan kinderen. Utrecht: De Tijdstroom.• Kort, W., Schittekatte, M., Dekker, P.H., Verhaeghe, P., Compaan, E.L., Bosmans, M. & Vermeir, G. (2005). WISC-IIINL Wechsler Intelligence Scale for Children. David Wechsler. Derde Editie NL. Handleiding en Verantwoording. Amsterdam: Harcourt Test Publishers. Amsterdam: NIP Dienstencentrum.• Kraijer, D.W. & Plas, J.J. (2006). Handboek psychodiagnostiek en beperkte begaafdheid, vierde volledig herziene uitgave. Amsterdam: Harcourt.• Nederlands Instituut van Psychologen (NIP) (2005). Documentatie van Tests en Testresearch in Nederland, aanvulling 2005/03, 23-38. Am-sterdam: Boom test uitgevers.• Nederlands Instituut van Psychologen (NIP) (2004). Documentatie van Tests en Testresearch in Nederland, aanvulling 2004/01, 17-18. Am-sterdam: Boom test uitgevers.• Nederlands Instituut van Psychologen (NIP) (2000). Documentatie van Tests en Testresearch in Nederland. Amsterdam: NDC, Assen: Van Gorcum.• Nieuwenhuis, K.H.M. (2005). Analyse van WISC-scores bij kinderen met een pervasieve ontwikkelingsstoornis: een onderzoek naar simul-tane en sequentiële informatieverwerking, procedurele en declaratieve kennis en aandachtsproblemen. Doctorale dissertatie. Amsterdam: UvA.• Ottem, E. (2003). Confirmatory factor analysis of the WPPSI, WPPSI-R, and WISC-R: evaluation of a model based on knowledge-dependent and processing-dependent subtests. Journal of Psychoeducational Assessment, 21(1), 3-15.• Ottem, E. (1999). The structures of the WISC-R subtests: a comparison of the IQ-profiles of reading impaired and autistic subjects. Scandina-vian Journal of Psychology, 40(1), 1-9.• Pesch, W. & Ponsioen, A. (2004). Flinterdunne en flagrante Flynn-ef-fecten bij licht verstandelijk gehandicapte kinderen. Aanbevelingen voor het gebruik van de WISC-III. De psycholoog, 39(2), 64-68.• Ponsioen, A. (2005). De waarde van een IQ-score bij kinderen met een lichte verstandelijke beperking. Kind en Adolescent Praktijk, 4(2), 65-70.• Prifitera, A., Saklofske, D.H. & Weiss, L.G. (2005). WISC-IV clinical use and interpretation. Scientist-practitioner perspectives. Oxford: Elsevier Academic Press.• Resing, W. & Blok, J. (2002). De classificatie van intelligentiescores: voorstel voor een eenduidig systeem. De Psycholoog, 37(5), 244-248.• Sattler, J. M., & Saklofske, D. H. (2001). Interpreting the WISC-III. In: J. M. Sattler (Ed.), Assessment of children: Cognitive applications (4th ed.). San Diego, CA: Jerome M. Sattler Publisher Inc.• Smulders, F.J.H. (1969). Het transporteren van testuitslagen. De Psycholoog, 4, 65-66/251-256.• Snijders, J.Th., Tellegen, P.J. & Laros, J.A. (1988). Snijders-Oomen niet-verbale intelligentietest S.O.N.-R 51/2-17. Verantwoording en handleiding. Groningen: Wolters-Noordhoff.• Wechsler, D. (1991). Manual for the Wechsler Intelligence Scale for Children-third edition. San Antonio, TX: Psychological Corporation.• Weiss, L.G., Saklofske, D.H., Prifitera, A. & Holdnack, J.A. (2006). WISC-IV advanced clinical interpretation. Oxford: Elsevier Academic Press.

Over Kind en Adolescent Praktijk

Het tijdschrift Kind en Adolescent Praktijk verschijnt vier keer per jaar en biedt vakinformatie voor psychologen, orthopedagogen, psychiaters en andere professionals die werken met kinderen en adolescenten, hun ouders of verzorgers en/of hun school. Het gaat om informatie die direct aansluit bij de dagelijkse praktijk van diagnostiek, behandeling en begeleiding. Kijk voor meer informatie op: www.kindenadolescent.nl

uitgebreide downloadversie Hiërarchische analyse van de · kind en adolescent praktijk aanbeveling...

Documents

Transcript of uitgebreide downloadversie Hiërarchische analyse van de · kind en adolescent praktijk aanbeveling...